Deze studie werd uitgevoerd in overeenstemming met de principes van de Verklaring van Helsinki. De studie is goedgekeurd door de ethische commissie van het Xuzhou Central Hospital (goedkeuringsnummer XZXY-LK-20230320-037). De trial is geregistreerd in het National Medical Research Registration System (Nr.: MR-32-23-014328).
Studieopzet
Dit was een prospectieve, enkelcentrische, gerandomiseerde, dubbelblinde, placebogecontroleerde klinische trial die was ontworpen om de klinische werkzaamheid en veiligheid van monotherapie met Weishen Decoction bij seniele osteoporose met nier-yang-deficiëntie te evalueren.
Werving en inschrijving
Deelnemers werden geworven vanuit de polikliniek van de Afdeling Orthopedie en TCM van het Xuzhou Central Hospital tussen april 2023 en september 2024. Een onderzoekscoördinator screende dagelijks de elektronische medische dossiers op patiënten in de leeftijd van 60–80 jaar met diagnostische codes voor osteoporose (M80–M81) en symptomen van rugpijn, stijfheid en zwakte in de taille en knieën. Potentieel geschikte patiënten werden vervolgens telefonisch benaderd aan de hand van een gestandaardiseerd script waarin het doel van de studie werd uitgelegd, samen met het 12-weekse, dubbelblinde, placebogestuurde ontwerp, de afwezigheid van calcium- of vitamine D-suppletie als basisbehandeling en de beschikbaarheid van noodbehandeling indien nodig. Patiënten die geïnteresseerd bleven, kregen een afspraak voor een screeningsbezoek. Tijdens de screening werd van alle deelnemers schriftelijke geïnformeerde toestemming verkregen voordat er studie-specifieke procedures werden uitgevoerd. Er werd een screeningslogboek bijgehouden om alle benaderde patiënten, de redenen voor uitsluiting en degenen die deelname weigerden te registreren. Na toestemming werd een nuchtere bloedafname uitgevoerd om serum 25‑hydroxyvitamine D₃ (een concentratie ≥20 ng/mL was vereist voor inclusie), calcium, fosfor en botomzettingsmarkers (PINP, β‑CTX, OC) te meten met een geautomatiseerde biochemische analyzer. Een dual-energy X-ray absorptiometry (DXA)-apparaat werd gebruikt om de botmineraaldichtheid van de lumbale wervelkolom (L1–L4) en de linker femurhals te meten. De TCM-syndroomdifferentiatie werd onafhankelijk uitgevoerd door twee behandelend TCM-artsen met behulp van een gestandaardiseerd case report form (CRF); eventuele onenigheid werd opgelost door overleg met een derde senior TCM-arts. Alle inclusie- en exclusiecriteria werden gecontroleerd aan de hand van een vooraf gedrukte checklist. Geschikte deelnemers kregen vervolgens een afspraak voor een nulmeting binnen 7 dagen vóór de randomisatie.
Berekening van de steekproefgrootte
De steekproefomvang werd berekend op basis van de primaire uitkomstmaat—de totale effectiviteitsgraad (dichotome uitkomst). Volgens twee eerder gepubliceerde meta-analyses van TCM-interventies voor primaire osteoporose13,14, varieerden de gerapporteerde totale effectiviteitsgraden (gebaseerd op de reductie van de TCM-syndroomscore) voor nierversterkende kruidenformules van ongeveer 60% tot 75% in de behandelgroepen en van 35% tot 50% in de placebo- of controlegroepen. Op basis van deze schattingen werd uitgegaan van effectiviteitsgraden van 66% voor de Weishen Decoction-groep en 40% voor de placebogroep. Met een tweezijdige α = 0.05 en β = 0.20 (power = 80%) werd de schatting van de steekproefomvang voor het vergelijken van twee onafhankelijke proporties uitgevoerd met gespecialiseerde software voor steekproefberekeningen. De volgende parameters werden ingevoerd: p1 = 0.66, p2 = 0.40, α = 0.05, power = 0.80, allocatieratio N2/N1 = 1. De berekening gaf aan dat 33 patiënten per groep nodig waren. Rekening houdend met een uitvalpercentage van ongeveer 10%, werd uiteindelijk een totale steekproefomvang van 72 patiënten vastgesteld, met 36 patiënten per groep. De output van de software en de analyse-instellingen werden als PDF opgeslagen en bewaard in het trial master file.
Randomisatie en blindering
Er werd gebruikgemaakt van een gestratificeerde blokrandomisatiemethode. De stratificatiefactoren waren leeftijdsgroep (60–70 jaar vs. 71–80 jaar) en geslacht (man vs. vrouw). Er werd een vaste blokgrootte van 4 gehanteerd. Een onafhankelijke statisticus, die niet betrokken was bij de werving van deelnemers, de behandeling of de evaluatie van de effectiviteit, gebruikte randomisatiesoftware om de toewijzingsvolgorde te genereren. De volgende procedure werd gevolgd: (1) er werd een nieuwe lege dataset aangemaakt met 72 rijen; (2) de stratificatievariabelen (leeftijdsgroep en geslacht) en een sequentieel deelnemers-ID (1–72) werden ingevoerd; (3) binnen elk stratum werd een uniform willekeurig getal tussen 0 en 1 gegenereerd; (4) deelnemers werden gesorteerd per stratum en op basis van het willekeurige getal; (5) binnen elk blok van grootte 4 werden de eerste twee toegewezen aan Weishen Decoction (code A) en de volgende twee aan placebo (code B); (6) de definitieve toewijzingstabel werd geprint. De willekeurige volgorde werd geprint en verzegeld in opeenvolgend genummerde ondoorzichtige enveloppen. Deze enveloppen werden bewaard in een afgesloten kast in de centrale apotheek van het ziekenhuis, uitsluitend toegankelijk voor de verstrekkende apotheker, die niet betrokken was bij andere trialprocedures. Na inschrijving en nulmeting wees de onderzoekscoördinator het volgende beschikbare deelnemers-ID toe (in oplopende volgorde) en haalde de bijbehorende envelop op uit de apotheek. De envelop werd pas door de apotheker geopend nadat de deelnemer alle nulmetingen had voltooid en de geschiktheid was bevestigd. De apotheker bereidde vervolgens de studiemedicatie voor volgens de toewijzingscode en legde de toewijzing vast in een beveiligd toewijzingslogboek (bewaard in een apart afgesloten dossier). De studiemedicijnen (Weishen Decoction-granulaat en de bijbehorende placebo) waren identiek in uiterlijk, geur, verpakking en gewicht (elk zakje woog ongeveer 12,05 g). De apotheek bereidde voor elke deelnemer een voorraad studiemedicatie voor 4 weken voor op basis van de randomisatie-envelop. Voor elke deelnemer werd een set gelabelde houders (één per interval van 4 weken) gevuld met de toegewezen zakjes. Elk etiket op de houder bevatte het deelnemers-ID, het nummer van de houder (bijv. W1, W2, W3 voor weken 1–4, 5–8, 9–12) en de instructie "Neem tweemaal daags één zakje na de maaltijden." In een apart uitgifte-logboek werden het deelnemers-ID, het nummer van de houder, het aantal verstrekte zakjes (28 per houder), de datum van uitgifte en de initialen van de verstrekkende apotheker geregistreerd. Het logboek werd ondertekend en gedateerd door zowel de apotheker als een tweede onafhankelijke apothekersassistent die het aantal zakjes verifieerde. Deelnemers, klinische onderzoekers (verantwoordelijk voor inschrijving, behandeling en follow-up), effectiviteitsevaluatoren en data-statistici waren allen geblinderd voor de groepsindeling, die geheim bleef tot de database-lock en de voltooiing van de vooraf vastgestelde analyses. Tijdens de studie hebben geen ongeplande onblindingsgebeurtenissen plaatsgevonden.
Diagnostische criteria
De westerse medische diagnose van osteoporose was gebaseerd op de Guidelines for the Diagnosis and Treatment of Primary Osteoporosis (2022)15. Dual‑energy X‑ray absorptiometry werd gebruikt om de botmineraaldichtheid van de lumbale wervelkolom (L1–L4) of de femurhals te meten, waarbij een T‑score ≤−2.5 werd gehanteerd om de diagnose te bevestigen16. De TCM-diagnostische criteria voor het nier-yang-deficiëntiepatroon volgden de Expert Consensus on TCM for Prevention and Treatment of Primary Osteoporosis (2020)16. De belangrijkste symptomen waren koude pijn in de rug en taille, en stijfheid en zwakte van de taille en knieën. Secundaire symptomen omvatten koudeaversie en een voorkeur voor warmte (verergerd door kou), evenals frequente mictie of nocturie. Bevindingen aan de tong en pols omvatten een bleke, gezwollen tong met een witte, glibberige beslag en een diepe, draadvormige of trage pols. Voor de diagnose waren alle hoofdsymptomen vereist, plus ten minste één secundair symptoom, in combinatie met het tong- en polsbeeld. Elk symptoom werd gekwantificeerd om een totale TCM-syndroomscore te berekenen. Volgens de Expert Consensus on TCM for Prevention and Treatment of Primary Osteoporosis (2020)17 werden hoofdsymptomen (koude pijn in de rug en taille, stijfheid en zwakte van de taille en knieën) gescoord op een schaal met vier niveaus: 0, 2, 4 of 6 (0 = geen, 2 = mild, 4 = matig, 6 = ernstig), waarbij de ernst van de koude pijn in de rug en taille werd gekoppeld aan VAS-scores (mild: 1–3; matig: 4–6; ernstig: 7–10). Secundaire symptomen (beperkte lumbale mobiliteit, koudeaversie en voorkeur voor warmte, frequente mictie of nocturie) werden gescoord op een 0–1–2–3 schaal (0 = geen, 1 = mild, 2 = matig, 3 = ernstig). Alle beoordelaars werden getraind op basis van deze criteria en er werd een pilottest uitgevoerd bij 10 patiënten vóór de studie om interbeoordelaarsconsistentie te waarborgen (intraclass correlatiecoëfficiënt ≥0.85).
Inclusie-, exclusie- en uitstapscriteria
De inclusiecriteria waren: leeftijd 60–80 jaar; voldoen aan de bovengenoemde westerse medische diagnostische criteria en de criteria voor het TCM-patroon van nier-yang-deficiëntie; geen gebruik van geneesmiddelen die het botmetabolisme beïnvloeden (bijv. bisfosfonaten, teriparatide, denosumab) binnen 3 maanden vóór inschrijving; stabiele vitale functies, een helder bewustzijn, het vermogen om mee te werken aan schaalbeoordelingen en follow-up; en vrijwillige deelname met ondertekende geïnformeerde toestemming. De exclusiecriteria waren: secundaire osteoporose (bijv. hyperparathyreoïdie, syndroom van Cushing, langdurig gebruik van glucocorticoïden); comorbide ernstige primaire aandoeningen van het hart, de lever, de nieren of het bloed, of maligne tumoren; een geschiedenis van overgevoeligheid of een bekende allergie voor een ingrediënt van het studiegeneesmiddel; comorbide lumbale compressiefracturen, ernstige spinale deformiteiten, of een geschiedenis van gewrichtsvervanging die de nauwkeurigheid van de BMD-meting beïnvloedt; een cognitieve of psychiatrische aandoening die geïnformeerde toestemming of het voltooien van de studieprocedures in de weg stond; en gelijktijdige deelname aan een andere klinische studie. De criteria voor stopzetting en uitsluiting waren: het optreden van ernstige bijwerkingen die volgens de onderzoeker een voortzetting uitsluiten; slechte therapietrouw van de deelnemer (medicatietrouw <80% of uitval tijdens de follow-up); intrekking van de toestemming; en het optreden van klinische gebeurtenissen die een standaardbehandeling en dringende interventie tijdens de studie vereisten.
Behandelingsmethoden
Deze studie omvatte geen conventionele farmacotherapie (achtergrondbehandeling: calcium en vitamine D). Deelnemers kregen ofwel Weishen Decoction of een bijpassend placebo om de onafhankelijke werkzaamheid ervan te beoordelen. De Weishen Decoction-groep kreeg oraal Weishen Decoction-granulaat (geproduceerd door een Chinees farmaceutisch bedrijf; Batch No.: 20240217). De granulaat werd vervaardigd via een gestandaardiseerd proces van waterextractie en sproeidrogen. Het dagelijkse equivalent aan ruwe kruiden (totaal 111 g) leverde na het sproeidrogen ongeveer 20,5 g extract op. Na toevoeging van dextrine (15% w/w) was het totale dagelijkse gewicht van het granulaat ongeveer 24,1 g, gelijk verdeeld over twee zakjes (elk bevattende ongeveer 12,05 g granulaat, equivalent aan 55,5 g ruwe kruiden en 10,25 g droog extract per zakje). Deelnemers losten één zakje op in 150–200 mL warm water en consumeerden dit na het ontbijt en opnieuw na het diner. De controlegroep kreeg oraal bijpassende placebogranulaat die identiek waren in uiterlijk, kleur, geur en smaak (Batch No.: 20240211; gemaakt van dextrine, karamel en voedingskleurstof, zonder farmacologische activiteit), identiek verpakt en met hetzelfde doseringsschema. De behandelduur voor beide groepen was 12 weken. Gedurende de behandelperiode van 12 weken werden de patiënten gemonitord in week 4, 8 en 12. Elke deelnemer bij wie een nieuwe fragiliteitsfractuur optrad, een significante verergering van rugpijn die de mobiliteit beperkte, of een klinisch relevante achteruitgang in de functionele status, zou uit de studie worden verwijderd en worden doorverwezen voor standaardbehandeling van osteoporose. Dergelijke uitval is niet voorgekomen.
Monitoring van therapietrouw
Therapietrouw werd beoordeeld met een gecombineerde methode van zakjestelling en een patiëntendagboek. Een voorraad voor 4 weken bij tweemaal daags gebruik zou normaal gesproken 56 zakjes moeten bevatten. De deelnemers kregen de instructie om bij elk follow-upbezoek (week 4, 8 en 12) alle zakjes, zowel gebruikte als ongebruikte, in te leveren. Bij elk bezoek telde het studiepersoneel de ingeleverde zakjes en werd dit aantal genoteerd op een gestandaardiseerd therapietrouwlogboek.
De therapietrouw voor elk interval werd als volgt berekend:

waarbij "aantal daadwerkelijk ingenomen zakjes" was afgeleid uit (zakjes afgeleverd bij vorig bezoek) − (zakjes geretourneerd bij huidig bezoek).
Elke deelnemer kreeg ook een papieren dagboek om de datum en het tijdstip van elke inname van het zakje te registreren. De dagboeken werden bij elk follow-upbezoek gecontroleerd en ondertekend door de studiecoördinator. Verschillen tussen de dagboeknotities en het aantal gebruikte zakjes werden opgelost via interviews met de deelnemers; indien dit niet lukte, werd de meest conservatieve schatting gebruikt. Een therapietrouw van ≥80% over de gehele periode van 12 weken werd als acceptabel beschouwd. Deelnemers met een therapietrouw <80% in week 4 of week 8 kregen aanvullende begeleiding; als de therapietrouw bij het volgende bezoek nog steeds <80% was, werden zij als niet-compliant beschouwd en uitgesloten van de per-protocolanalyse (maar werden zij nog steeds gevolgd voor de veiligheid en opgenomen in de intention-to-treatanalyse). Na een gemiste dosis kregen de deelnemers de instructie om de volgende dosis niet te verdubbelen, maar om het reguliere schema te hervatten.
Observatiemaatstaven en evaluatiemethoden
Het primaire uitkomstpunt was de totale effectiviteitsgraad, gedefinieerd als de afname van de TCM-syndroomscore. TCM-syndroomscores werden beoordeeld vóór de behandeling en na 12 weken behandeling. Met gebruik van de Nimodipine-methode ([(baseline score − score na behandeling) / baseline score] × 100%) werd "uitgesproken effectief" gedefinieerd als een afname van de syndroomscore van ≥70%, "effectief" als 30% ≤ afnamegraad <70%, en "niet effectief" als een afnamegraad <30%. De totale effectiviteitsgraad werd berekend als (aantal deelnemers geclassificeerd als uitgesproken effectief of effectief) / totaal aantal gevallen × 100%. Belangrijke secundaire uitkomstpunten waren de verandering in de totale TCM-syndroomscore (continue variabele) en de verandering in de intensiteit van lage rugpijn gemeten met de Visuele Analoge Schaal (VAS, schaal 0–10)17. Exploratieve secundaire uitkomstpunten omvatten veranderingen in de botmineraaldichtheid (BMD) van de lumbale wervelkolom en de collum femoris, veranderingen in serummarkers voor botmetabolisme (PINP, β‑CTX, OC, Ca, P, 25(OH)D₃, bot-specifiek alkalisch fosfatase (BALP)) en veiligheidsindices. De BMD werd gemeten met een DXA-apparaat door dezelfde gecertificeerde technicus, die geblindeerd was voor de groepsindeling, bij baseline (binnen 7 dagen vóór randomisatie) en tijdens het follow-upbezoek na de behandeling (binnen 12 weken na voltooiing van de behandeling)4,19. Nuchtere veneuze bloedafnames werden uitgevoerd vóór de behandeling en na 12 weken voor de meting van botmetabolismemarkers met een geautomatiseerde elektrochemiluminescentie-immunoanalyzer. De veiligheid werd beoordeeld via continue monitoring van bijwerkingen (AE); geplande laboratoriumtests (volledig bloedbeeld, urineanalyse, lever- en nierfunctietests, elektrocardiografie (ECG)) bij baseline en in week 12; en lichamelijk onderzoek bij elk bezoek (week 4, 8 en 12). Alle AE's werden verzameld via spontane rapportage en actieve bevraging bij elk bezoek. De ernst werd gegradeerd met de
Common Terminology Criteria for Adverse Events (CTCAE).
Klinische veiligheidsinstructies en stopregels
Een onafhankelijke Data and Safety Monitoring Board (DSMB), bestaande uit een klinisch farmacoloog, een geriater en een biostatisticus, kwam elke 6 weken bijeen om alle veiligheidsgegevens te beoordelen. De volgende veiligheidsregels waren vooraf vastgesteld. Elk ernstig bijwerking (SAE)—gedefinieerd als overlijden, een levensbedreigende gebeurtenis, initiële of verlengde ziekenhuisopname, aanhoudende of aanzienlijke invaliditeit, of een aangeboren afwijking, of verlenging van een bestaande ziekenhuisopname, aanhoudende of significante invaliditeit, of een aangeboren afwijking—moest binnen 24 uur aan de ethische commissie en binnen 48 uur aan de DSMB worden gemeld. Ontblinding van de betreffende deelnemer kon door de hoofdonderzoeker worden uitgevoerd, alleen als kennis van de behandeltoewijzing essentieel werd geacht voor het patiëntenmanagement. De ontblindingsprocedure werd beheerd door de centrale apotheek, die de allocatiecode bewaarde in een verzegelde envelop. Als een SAE werd beoordeeld als mogelijk, waarschijnlijk of gerelateerd aan het studiegeneesmiddel, zou de DSMB aanbevelen om de betreffende deelnemer stop te zetten en, indien er meerdere soortgelijke SAE's optraden, de gehele trial op te schorten. Bij niet-ernstige bijwerkingen kon de behandeling worden voortgezet naar discretionair inzicht van de onderzoeker; als een bijwerking aanhoudend ongemak veroorzaakte of matig tot ernstig werd (graad 2 of hoger) en niet binnen 7 dagen oploste, kon de onderzoeker de deelnemer uit de studie intrekken. De trial zou voortijdig worden gestopt als (i) twee of meer SAE's gerelateerd waren aan het studiegeneesmiddel; (ii) er een voorheen niet herkende ernstige toxiciteit optrad; of (iii) de DSMB stopzetting aanbeval vanwege zinloosheid of schade.
Gegevensverwerking en statistische methoden
Alle case report forms (CRF) werden ingevuld door getrainde studiecoördinatoren en onafhankelijk van elkaar tweemaal ingevoerd in een elektronische database door twee onafhankelijke data-entrymedewerkers. De twee invoeren werden vergeleken met behulp van de ingebouwde validatiemodule van de software; discrepanties werden opgelost door te refereren aan de originele brondocumenten. Er werd een data-querylog bijgehouden. Nadat de laatste deelnemer het bezoek van week 12 had voltooid en alle queries waren opgelost, hebben de hoofdonderzoeker en de datamanager de database vergrendeld. De vergrendelde database werd geëxporteerd naar statistische analysesoftware voor analyse. Het syntaxbestand met alle datatransformaties, variabelelabels en analysecommando's (inclusief de χ2 test voor de primaire uitkomst, onafhankelijke t-testen voor veranderingsscores en ANCOVA-sensitiviteitsanalyses) werd opgeslagen en gearchiveerd in het trial master file. Statistische analyse werd uitgevoerd op zowel de Full Analysis Set als de Per-Protocol Set; omdat er geen patiënten uitvielen en er geen grote protocolafwijkingen optraden, waren deze twee sets identiek. Voor de primaire uitkomst (totale effectiviteitsgraad) werd de χ2 test gebruikt. Voor continue secundaire uitkomsten werden de veranderingsscores (na behandeling minus baseline) tussen groepen vergeleken met behulp van onafhankelijke t-testen (voor normaal verdeelde veranderingen) of Mann-Whitney U-testen (voor niet-normaal verdeelde veranderingen). Als sensitiviteitsanalyse werd een covariantieanalyse (ANCOVA) uitgevoerd om te corrigeren voor baseline-waarden, wat leidde tot consistente resultaten. Alle statistische testen waren tweezijdig, waarbij P < 0,05 als statistisch significant werd beschouwd. Er was geen tussentijdse analyse gepland of uitgevoerd.